La evolución de la estructura salarial en España (2002-2010) · 2015. 9. 18. · estructura...
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1 La evolución de la estructura salarial en España (2002-2010) * José Manuel Casado Universidad de Alicante-IEI Facultad de Ciencias Económicas y Empresariales Carretera San Vicente del Raspeig s/n - 03690 San Vicente del Raspeig (Alicante) Tfno.: 965903400 ext. 2707; e-mail: [email protected] Hipólito Simón Universidad de Alicante-IEI-IEB Facultad de Ciencias Económicas y Empresariales Carretera San Vicente del Raspeig s/n - 03690 San Vicente del Raspeig (Alicante) Tfno.: 965903400 ext. 2707; e-mail: [email protected] Resumen El artículo examina la evolución de la estructura salarial en España en el período 2002-2010 sobre la base de los microdatos de la Encuesta de Estructura Salarial y de la metodología econométrica de descomposición desarrollada por Fortin, Lemieux y Firpo (2011). Se constata que mientras que los salarios reales crecieron moderadamente a lo largo de todo el período, con independencia del ciclo económico, la desigualdad salarial presentó, por el contrario, una evolución contracíclica, aumentando significativamente tras el inicio de la crisis económica. Se observan también cambios notables en los determinantes de la evolución de la estructura salarial, ya que mientras que en el período expansivo anterior a la crisis tuvieron un papel protagonista los cambios en los rendimientos salariales, con posterioridad la influencia más significativa corresponde a las modificaciones en la composición del empleo. Palabras clave: Desigualdad salarial; datos emparejados empresa-trabajador. Códigos JEL: J30, J31. * Este trabajo se ha beneficiado de la financiación del proyecto CSO2011-29943-C03-02 del Ministerio de Economía y Competitividad. E-mail: [email protected]
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La evolución de la estructura salarial en España (2002-2010)*
José Manuel Casado
Universidad de Alicante-IEI Facultad de Ciencias Económicas y Empresariales
Carretera San Vicente del Raspeig s/n - 03690 San Vicente del Raspeig (Alicante) Tfno.: 965903400 ext. 2707; e-mail: [email protected]
Hipólito Simón Universidad de Alicante-IEI-IEB
Facultad de Ciencias Económicas y Empresariales Carretera San Vicente del Raspeig s/n - 03690 San Vicente del Raspeig (Alicante)
Tfno.: 965903400 ext. 2707; e-mail: [email protected]
Resumen El artículo examina la evolución de la estructura salarial en España en el período 2002-2010 sobre la base de los microdatos de la Encuesta de Estructura Salarial y de la metodología econométrica de descomposición desarrollada por Fortin, Lemieux y Firpo (2011). Se constata que mientras que los salarios reales crecieron moderadamente a lo largo de todo el período, con independencia del ciclo económico, la desigualdad salarial presentó, por el contrario, una evolución contracíclica, aumentando significativamente tras el inicio de la crisis económica. Se observan también cambios notables en los determinantes de la evolución de la estructura salarial, ya que mientras que en el período expansivo anterior a la crisis tuvieron un papel protagonista los cambios en los rendimientos salariales, con posterioridad la influencia más significativa corresponde a las modificaciones en la composición del empleo.
Palabras clave: Desigualdad salarial; datos emparejados empresa-trabajador. Códigos JEL: J30, J31.
* Este trabajo se ha beneficiado de la financiación del proyecto CSO2011-29943-C03-02 del Ministerio de Economía y Competitividad. E-mail: [email protected]
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1. Introducción
La evolución en el tiempo de la desigualdad salarial es un ámbito de investigación que ha recibido
una atención preferente en la literatura económica (Blau y Kahn, 1999, Katz y Autor, 1999 y
Acemoglu, 2002). Esta circunstancia se explica en tanto que este tipo de desigualdad es un aspecto
que influye decisivamente en la eficiencia del funcionamiento del mercado de trabajo, al
determinar cuestiones como los incentivos de los trabajadores a invertir en capital humano o la
capacidad de adaptación de las empresas ante cambios en las circunstancias económicas y, además,
se trata de un determinante fundamental de la distribución de la renta y de su evolución en el
tiempo, en la medida en que las rentas salariales suponen por lo general el grueso de los ingresos
de la población en edad de trabajar (véase la evidencia para los países avanzados en OCDE, 2011).
En la actualidad existe abundante evidencia empírica sobre este tópico a nivel
internacional. La misma ha permitido constatar que en las últimas décadas la desigualdad salarial ha
tendido a crecer de forma significativa en la mayoría de las economías avanzadas, impulsada por
factores como la globalización, la innovación tecnológica y los cambios regulatorios en los
mercados laborales y de productos (Lemieux, 2008 y OCDE, 2011). En el caso español los análisis
empíricos sobre la estructura salarial y su evolución temporal han sido, sin embargo,
tradicionalmente escasos. No obstante, diversas investigaciones recientes han permitido avanzar
significativamente en el conocimiento de la evolución de la estructura salarial y sus determinantes
en nuestro país, pudiéndose constatar a partir de ellas, entre otras circunstancias, que la
desigualdad salarial en España presenta una evolución contracíclica, tendiendo a reducirse en las
fases expansivas del ciclo y a aumentar durante las fases recesivas. Esta circunstancia es llamativa
en tanto que convierte a España en uno de los escasos países avanzados en los que en el pasado
reciente se ha dado una reducción significativa de la desigualdad salarial (véanse OCDE, 2007 y
2008), aun cuando este proceso se limite a ciertas fases del ciclo económico.
El objetivo de este artículo es examinar desde una perspectiva empírica la evolución de la
estructura salarial en España y los elementos determinantes de la misma en el período 2002-2010.
Uno de los principales elementos de interés del análisis es que abarca la etapa recesiva y de intensa
destrucción de empleo que comenzó con la Gran Recesión, un período para el que la evidencia
empírica sobre el comportamiento de la desigualdad salarial es por lo general muy reducida. La
excepción más destacable en el ámbito internacional es Jenkins et al. (2013), quienes muestran que
la Gran Recesión no ha tenido por lo general un impacto significativo a corto plazo en los niveles
de desigualdad salarial en los países de la OCDE. En el mismo sentido, en el ámbito nacional
Bonhomme y Hospido (2012) y Arranz y García-Serrano (2012) documentan a partir de la Muestra
Continua de Vidas Laborales que la desigualdad salarial en España ha aumentado durante la crisis,
cambiando la tendencia hacia la reducción del período anterior.
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El análisis empírico del origen de la evolución de la estructura salarial que se aborda en la
investigación se desarrolla a partir de los microdatos de las tres ultimas olas disponibles de la
Encuesta de Estructura Salarial. Además de constituir una de las fuentes estadísticas más completas a
nivel microeconómico que existe sobre salarios en España, cabe señalar que la información sobre
salarios contenida en las secciones cruzadas de esta encuesta presenta ciertas ventajas sobre la
Muestra Continua de Vidas Laborales, entre las que destacan el hecho de que los salarios no están
censurados y que sus microdatos emparejados empresa-trabajador contienen una información más
amplia y fiable sobre los determinantes de los salarios, incluyendo factores como la educación1. En
consencuencia, su uso permite ofrecer resultados complementarios a la escasa evidencia disponible
sobre el comportamiento y los determinantes de la estructura salarial a lo largo del ciclo
económico.
El análisis se basa, asimismo, en la metodología econométrica de descomposición
desarrollada recientemente por Fortin, Lemieux y Firpo (2011) sobre la base de la función de
influencia recentrada. Esta técnica presenta una gran ventaja sobre metodologías de descomposición
equiparables disponibles en la literatura económica, en la medida en que es capaz de proporcionar
una descomposición detallada de los cambios experimentados en el tiempo a lo largo de toda la
distribución salarial a partir de una variedad de estadísticos distribucionales que incluye tanto los
cuantiles de la distribución salarial como medidas estándar de desigualdad. Poder conocer la
aportación individual de cada uno de los factores explicativos a los cambios en el conjunto de la
estructura salarial a través de los componentes de características y rendimientos es una
circunstancia especialmente relevante para el caso español, en tanto que el período examinado se
caracteriza por cambios en dimensiones variadas de la composición de la fuerza de trabajo y en el
tejido productivo, con efectos potencialmente contrapuestos sobre la estructura salarial.
La evidencia obtenida muestra que a lo largo de todo el período 2002-2010 se dio un
crecimiento relativamente moderado de los salarios reales, con independencia del momento cíclico
de la economía. Asimismo, permite confirmar que la desigualdad salarial en España presenta una
tendencia contracíclica, ya que mientras que en la etapa 2002-2006 la desigualdad experimentó una
reducción, entre 2006 y 2010 tendió a aumentar. Por último, se observan cambios notables en los
determinantes de la evolución de la estructura salarial a lo largo del período analizado, ya que
mientras que en la fase expansiva previa a la crisis tuvieron un papel protagonista los crecimientos
salariales relativamente homogéneos que se dieron a lo largo de toda la distribución salarial, con
1 Por el contrario, la Muestra Continua de Vidas Laborales presenta comparativamente la ventaja de que contiene información longitudinal para un amplio período que cubre varias décadas (si bien la misma tiene un carácter retrospectivo con anterioridad a 2004, lo que podría introducir sesgos en la representatividad de la muestra, especialmente severos en el caso de las mujeres).
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posterioridad la influencia más significativa corresponde a las modificaciones en las dotaciones de
características de trabajadores y empresas.
La estructura del artículo es la siguiente. Tras esta introducción, en la segunda sección se
presenta brevemente el marco de determinación salarial en la economía española y se revisa la
literatura económica relacionada con la evolución de la estructura salarial en España. En las dos
secciones siguientes se describen la base de datos y la metodología econométrica de
descomposición empleadas en el análisis empírico. En la quinta sección se presenta evidencia
descriptiva sobre la evolución de la estructura salarial en España, así como los resultados obtenidos
sobre el análisis de su origen mediante los análisis econométricos. Finalmente, en la última sección
se sintetizan las principales conclusiones de la investigación.
2. Discusión
La determinación de los salarios en España ha resultado tradicionalmente muy influida por
la negociación colectiva. El papel primordial que esta institución detenta en la práctica en el ajuste
de los salarios es el resultado, por una parte, del reducido nivel que presenta el Salario Mínimo
Interprofesional y, por otro, de la conjunción de una elevada tasa de cobertura de la negociación
colectiva (estimada habitualmente en torno al 80-90% de los asalariados) y de una fuerte
vinculación entre las tarifas salariales mínimas establecidas en los convenios de sector (los de
mayor prevalencia) y los salarios realmente percibidos por los trabajadores españoles (para más
detalles sobre estas cuestiones véase Simón, 2010).
Tiende a considerarse que, como consecuencia de las características de la fijación de
salarios en la negociación colectiva, esta institución ha inducido tradicionalmente rigideces muy
significativas en la determinación salarial en España en dos ámbitos2. En primer lugar, a nivel
macroeconómico, ya que los salarios agregados en España han mostrado tradicionalmente una
escasa sensibilidad a las condiciones cíclicas de la economía y, por el contrario, una fuerte
2 La negociación colectiva ha sido recientemente objeto de diversas e importantes modificaciones en su regulación. Éstas se han dado tanto en el marco de la reforma específica de esta institución de 2011 como en la reforma laboral de carácter general de 2012. En el primer caso se intentó avanzar en el alcance de la aplicación de las cláusulas de descuelgue de los convenios de sector y en el establecimiento de la la prioridad aplicativa de los convenios de empresa sobre los convenios de sector, y se intentó reducir el alcance de la ultraactividad mediante el recurso al arbitraje. En el segundo caso la reforma fue de mucho mayor calado, ya que se dotó de prioridad aplicativa plena a los convenios de empresa (los cuales pueden establecer salarios y otras condiciones laborales de forma independiente de los convenios de sector); se potenció la aplicación de las cláusulas de descuelgue de los convenios de sector mediante la introducción de un arbitraje obligatorio en caso de ausencia de acuerdo entre las partes y se eliminó la ultraactividad de los convenios (de modo que los que no sean renovados decaerán un año después de su finalización, aplicándose entonces el convenio de ámbito superior o la legislación general). En esta última reforma se estableció, además, que, en caso de que los salarios de los trabajadores sean superiores a los del convenio de referencia, las empresas pueden reducir los salarios si así lo justifican las circunstancias económicas (una caída de ingresos o ventas de la empresa durante dos trimestres). Así pues, los cambios en la regulación de estos aspectos implican modificaciones potencialmente profundas en la determinación de los salarios en España, ya que otorgan a las empresas variadas e importantes vías
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indiciación a la inflación, reforzada por elementos como la duración plurianual, el principio de
ultraactividad y las cláusulas de salvaguarda de los convenios colectivos (Banco de España, 2008).
Esto ha dificultado la evolución de los salarios agregados conforme a la situación
macroeconómica, en general, y del mercado de trabajo, en particular, y ha provocado que se hayan
dado crecimientos de los salarios reales en contextos de destrucción de empleo, exacerbando el
ajuste del empleo ante perturbaciones de demanda. Esta circunstancia se aprecia con nitidez
durante los años iniciales de la actual crisis económica donde, a pesar del contexto recesivo y de la
fuerte destrucción de empleo que se manifestó con claridad a partir de 2008, las tarifas salariales de
convenio experimentaron crecimientos superiores a la inflación, dando lugar a aumentos de los
salarios reales (cuadro A.1 del anexo 1). El segundo ámbito consiste en la limitada capacidad de
ajuste de los salarios relativos, ya que las tarifas pactadas en los convenios sectoriales se
caracterizan en la práctica por una notable homogeneidad tanto en su estructura como en su
evolución temporal (Simón, 2010). Esta circunstancia se refleja con nitidez en las características de
la estructura salarial española, entre las que destaca una fuerte inercia temporal (Simón, 2009).
Son diversas las aportaciones recientes que han arrojado luz sobre las características de la
estructura salarial y su evolución temporal en España. Aunque las mismas emplean distintas
fuentes de información, el grueso se desarrolla a partir de la Encuesta de Estructura Salarial. Así,
Carrasco, Jimeno y Ortega (2012), utilizando las olas de 1995, 2002 y 2006 de esta encuesta,
muestran que entre 1995 y 2006 los salarios reales experimentaron un crecimiento muy moderado
y que la desigualdad salarial experimentó una ligera reducción. Constatan también que la
compresión de la distribución salarial en este período se debió en buena medida a la caída de los
rendimientos a la educación. Lacuesta e Izquierdo (2012) confirman, mediante un análisis con la
misma fuente de información y para el mismo período, tanto la atonía en el crecimiento de los
salarios reales como la ligera caída de la desigualdad salarial entre 1995 y 2006. Constatan, además,
que dicha reducción se produjo exclusivamente en la parte baja de la distribución entre 1995 y
2002 y, por el contrario, en la parte alta entre 2002 y 2006, así como que existen diferencias
significativas entre la evolución de la estructura salarial en España y la observada en otros países
avanzados, como Alemania o Estados Unidos. Por último, muestran mediante la aplicación de una
técnica de descomposición que la reducción de la desigualdad en el período se produjo aun a pesar
de que los cambios que se dieron en la composición del empleo hubieran aumentado la
desigualdad por si solos, lo que se explica porque los cambios en los rendimientos salariales fueron
un determinante más relevante.
novedosas de flexibilidad salarial. Se trata, no obstante, de modificaciones que quedan fuera del período objeto de análisis cubierto por esta investigación, 2002-2010.
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Empleando únicamente las dos primeras olas de la Encuesta de Estructura Salarial, Motellón,
López-Bazo y El-Attar (2010) confirman que entre 1995 y 2002 los salarios reales experimentaron
un crecimiento muy reducido, concentrado en la parte baja de la distribución, y que la desigualdad
salarial tendió a reducirse. Asimismo, constatan que los cambios experimentados en la estructura
salarial en el período son consecuencia en buena medida de los cambios en los rendimientos
salariales, con un papel menor para los cambios composicionales, y que los mismos afectaron de
forma distinta a los trabajadores temporales (los cuales experimentaron mejoras salariales con un
carácter relativamente homogéno) y a los indefinidos (para los cuales se produjo una reducción de
los salarios, centrada en la parte intermedia de la distribución salarial). Por su parte, Simón (2009)
muestra, utilizando el equivalente de la Encuesta de Estructura Salarial para España y otros países
europeos, que la estructura salarial española presenta peculiaridades significativas contemplada
desde una perspectiva internacional, entre las que destaca el hecho de que las características
concretas que presentan la fuerza laboral y las empresas en España están asociadas a mayores
niveles comparativos de desigualdad salarial mientras que, por el contrario, la forma específica en
que se remuneran en el mercado de trabajo español las características de los trabajadores y de las
empresas reduce comparativamente la desigualdad salarial. Desde una perspectiva temporal, sus
hallazgos sugieren que la reducción de la desigualdad entre 1995 y 2002 se explica en mayor
medida por las modificaciones de las características de los agentes económicos que por los
cambios experimentados por los rendimientos salariales.
Utilizando fuentes de información alternativas, Pijoan y Mas (2010) muestran mediante el
Panel de Hogares de la Unión Europea que la desigualdad salarial se redujo en la segunda mitad de la
década de los noventa y mediante la Encuesta Continua de Presupuestos Familiares que en las dos
últimas décadas del siglo XX la evolución de la desigualdad salarial en España presentó una
tendencia contracíclica, tendiendo a reducirse en las fases expansivas y a aumentar en las recesivas.
Este mismo patrón contracíclico de la evolución de la desigualdad salarial es documentado por
Hidalgo (2010) para el caso de los hombres y el período 1980-2010 con la Encuesta de Presupuestos
Familiares y la Encuesta Continua de Presupuestos Familiares, y por Bonhomme y Hospido (2012) y
Arranz y García-Serrano (2012), a partir de la Muestra Continua de Vidas Laborales (en el primer caso
para los hombres y el período 1988-2010 y en el segundo para la etapa 2005-2010 y el conjunto de
los trabajadores). Bonhomme y Hospido (2012) muestran, en concreto, que el sector de la
construcción desempeñó un papel relevante a la hora de explicar la evolución contracíclica de la
desigualdad salarial masculina, así como que los cambios observados en la estructura salarial
española son cuantitativamente importantes desde una perspectiva internacional. Asimismo,
muestran que la reducción de la desigualdad salarial de los hombres durante la expansión vino
determinada en buena medida por los cambios en los rendimientos salariales mientras que, por el
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contrario, el aumento de la desigualdad asociada a la crisis se explica prácticamente en su totalidad
por los cambios en la composición del empleo medidos en términos de ocupación, edad y sector.
Arranz y García-Serrano (2012), por su parte, constatan que la evolución de la desigualdad viene
determinada mayormente por los cambios en las características de los asalariados y los puestos de
trabajo.
Uno de los aspectos más llamativos que muestran los resultados de las investigaciones
previas es la evolución contracíclica de la desigualdad salarial que se observa en España, en tanto
en que, por lo general, en las últimas décadas la desigualdad salarial ha tendido a crecer de forma
significativa en las economías avanzadas (OCDE, 2007 y 2008). Esta circunstancia es, a su vez,
uno de los determinantes fundamentales del aumento generalizado que en las mismas se ha dado
en la desigualdad de la renta en el pasado reciente (OCDE, 2011). El aumento de la desigualdad
salarial ha sido particularmente pronunciado en ciertos países, como Estados Unidos y Reino
Unido, pero se ha dado de forma prácticamente generalizada, con muy contadas excepciones, en
todas las economías avanzadas (Autor et al., 2008 y Acemoglu, 2003). La evidencia disponible
sugiere, además, que se trata de un fenómeno impulsado por el efecto de factores como la
globalización y, muy especialmente, la innovación tecnológica y los cambios regulatorios que se
han dado en los mercados laborales y de productos (Lemieux, 2008 y OCDE, 2011). Cabe señalar,
además, que en ciertos países el aumento de la desigualdad se ha dado en la forma de una
significativa polarización de la estructura salarial, consistente en un aumento de la importancia
relativa y de los salarios de los empleos de cualificación alta y baja, en detrimento de los de
cualificación media. Este fenómeno fue observado en primer lugar para Estados Unidos y Reino
Unido (Autor et al., 2006 y Goos y Manning, 2007) y ha sido documentado con posterioridad para
otros países desarrollados (Dustmann et al. 2009 y Goos et al., 2009), y entre sus posible causas se
encuentran la rutinización del empleo, entendida como la sustitución de trabajos basados en tareas
rutinarias por nuevas tecnologías (Autor et al., 2006) o las imperfecciones del mercado laboral y las
instituciones que lo regulan (Acemoglu y Autor, 2011).
3. Datos
La fuente de información de la que provienen los microdatos utilizados en la investigación
es la Encuesta de Estructura Salarial (desde ahora, EES), en sus olas de 2002, 2006 y 2010. La EES es
una encuesta elaborada por el Instituto Nacional de Estadística conforme a una metodología
armonizada para todos los países de la Unión Europea (más ciertos países no miembros), diseñada
para la realización de encuestas nacionales que contengan información comparable entre países
sobre la distribución de los salarios. Se trata de una encuesta que cubre a los empleados por cuenta
ajena y cuyo diseño corresponde a un muestreo en dos etapas de asalariados a partir de las cuentas
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de cotización de sus empresas en la Seguridad Social. Uno de sus rasgos más relevantes es que
incluye microdatos emparejados empresa-trabajador (esto es, observaciones para varios asalariados
en cada establecimiento), un tipo de datos que ha tenido un impacto muy significativo en el análisis
de la determinación de los salarios (Hamermesh, 2008 y Abowd y Kramarz, 1999).
La EES consiste en secciones cruzadas independientes que se elaboran con periodicidad
cuatrienal, existiendo en la actualidad cuatro olas disponibles, correspondientes a los años 1995,
2002, 2006 y 2010. Su cobertura ha ido creciendo con el transcurso del tiempo. Así, en la ola de
2002 se incluyeron por primera vez sectores de servicios no de mercado, como educación, sanidad
y otras actividades sociales; en la de 2006 los establecimientos con menos de 10 trabajadores y en
la de 2010 el sector de actividad correspondiente a Administración Pública y defensa y Seguridad
Social obligatoria. Asimismo, también ha aumentado con el transcurso del tiempo la información
disponible sobre las características de los trabajadores, ya que en la ola de 2002 se incluyó por
primera vez información sobre la nacionalidad de los individuos y si realizan tareas de supervisión.
Esta fuente de datos proporciona información muy detallada sobre los salarios y las
características de los trabajadores (sexo, edad, educación y nacionalidad); de sus puestos de trabajo
(ocupación, antigüedad, tipo de contrato, tipo de jornada y realización de tareas de supervisión) y
empresas (sector, tamaño, tipo de convenio colectivo y región)3. La información salarial incluye los
distintos componentes que conforman el salario y abarca distintas referencias temporales (en
concreto, incluye componentes salariales de carácter tanto mensual -salario base, complementos
salariales de carácter mensual y pagas extraordinarias recibida en octubre- como anual –salario total
y complementos salariales anuales íntegros-). A efectos de esta investigación el concepto salarial
utilizado es el salario bruto por hora, calculado a partir del salario correspondiente a un mes de
referencia representativo del conjunto del año en que se desarrolla la encuesta (octubre), dividido
por la jornada de trabajo mensual4. Los salarios están expresados en términos brutos y en su
cálculo se incorpora cualquier tipo de pago por parte de las empresas, incluyendo comisiones,
dietas, pluses por trabajo nocturnos y en fines de semana, así como el pago de horas
extraordinarias. Los salarios de 2002 y 2010 han sido deflactados y expresados en términos reales a
3 La información contenida en la misma permite, además, calcular variables relativas a la composición de la fuerza de trabajo a partir del conjunto de las observaciones de cada establecimiento. Aunque su uso en los análisis econométricos es relativamente frecuente (véanse, por ejemplo, Bayard et al., 2003 y Card y De la Rica, 2006) este tipo de variables adolece de cierto error de medida al ser calculadas a partir de la información de la muestra de trabajadores de cada establecimiento (y también debido al uso en la segunda etapa de elaboración de la encuesta de un muestreo aleatorio estratificado por género y ocupación de los individuos dentro de cada establecimiento). Por este motivo, esta clase de variables no se ha empleado en el análisis. 4 El salario por hora ha sido calculado dividiendo el salario mensual (el cual incluye entre sus componentes el salario base, cualquier tipo de complemento salarial, las pagas extraordinarias y las horas extraordinarias remuneradas durante el mes de octubre) por la jornada semanal normal en la empresa en una semana de octubre multiplicada por 4,35 más el número de horas extraordinarias realizadas en dicho mes. Esta forma de calcular el salario por hora es equivalente a la que emplea el INE (véase la metodología de la Encuesta de Estructura Salarial en www.ine.es).
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precios de 2006, sobre la base de la evolución del índice de precios al consumo correspondiente al
mes de octubre.
De cara al análisis empírico, se han filtrado aquellas observaciones con información no
disponible sobre las principales variables de interés, así como las correspondientes a individuos
mayores de 65 años o con salarios por hora inferiores a un euro o superiores a doscientos euros.
Asimismo, con el fin de utilizar una cobertura sectorial homogénea, en la ola de 2010 se han
eliminado las observaciones correspondientes a la sección O de la clasificación CNAE-2009
(Administración Pública y defensa; Seguridad Social obligatoria). Las muestras finales tienen un
tamaño de 122.432 observaciones para 2002, 140.241 para 2006 y 164.442 para 2010. Pueden
encontrase estadísticos descriptivos de dichas muestras en el cuadro A.2 del anexo 1.
4. Metodología
En los últimos años han proliferado en la literatura económica técnicas diversas que
permiten desarrollar empíricamente descomposiciones agregadas de diferencias entre
distribuciones de una variable a partir de la construcción de distribuciones contrafactuales (puede
encontrarse una revisión exhaustiva de estas técnicas de descomposición en Firpo, Fortin y
Lemieux, 2011). Las mismas se basan en distintas aproximaciones, como enfoques no
paramétricos basados en la reponderación de muestras (DiNardo, Fortin y Lemieux, 1996),
aproximaciones paramétricas basadas en las distribuciones de los residuos (Juhn, Murphy y Pierce,
1993) o técnicas basadas en la estimación de regresiones cuantílicas (Machado y Mata, 2005 y
Melly, 2006) y, en el ámbito del análisis de las distribuciones salariales, proporcionan una
descomposición de las diferencias entre dos distribuciones en función del efecto de las diferencias
que existen en las características observadas y en los rendimientos de las características,
respectivamente5. Todas ellas comparten, no obstante la limitación común de que proporcionan
una descomposición agregada que se limita al efecto del conjunto de características y rendimientos,
sin que sea posible conocer la aportación individual de cada variable explicativa a través de cada
una de estas vías6.
5 Todas estas técnicas son susceptibles de proporcionar en principio resultados similares. Así, Melly (2006) demuestra
que, bajo el supuesto de que el número de simulaciones empleado en la técnica de Machado y Mata (2005) tiende al infinito, los resultados numéricos de ambas técnicas son idénticos. Adicionalmente, Autor et al. (2005) muestran que la descomposición de Machado y Mata (2005) anida la técnica de DiNardo, Fortin y Lemieux (1996) y corrige alguna de las carencias de la técnica de Juhn, Murphy y Pierce (1993). 6 Las excepciones parciales son las técnicas de Machado y Mata (2005), la cual permite la descomposición detallada del
componente de rendimientos (aunque la misma es, no obstante, path-dependent, ya que depende del orden de introducción de las variables explicativas) y la de DiNardo, Fortin y Lemieux (1996), que permite la descomposición detallada, pero exclusivamente en el caso de variables binarias y para el componente de características (pueden encontrarse más detalles en Firpo, Fortin y Lemieux, 2011). Otras carencias compartidas por todas estas técnicas, incluyendo la de Fortin, Lemieux y Firpo (2011), es que asumen exogeneidad para todas las variables explicativas; emplean un enfoque de equilibrio parcial y no proporcionan información sobre los mecanismos que subyacen a la relación entre los salarios y las variables explicativas.
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El análisis empírico que se desarrolla en el artículo se basa en un nuevo procedimiento
desarrollado recientemente por Fortin, Lemieux y Firpo (2011) que, a diferencia de las técnicas
anteriores, permite desarrollar descomposiciones detalladas y, en consecuencia, estimar el impacto
de los cambios en las dotaciones o los rendimientos de una variable explicativa concreta en los
cuantiles u otros estadísticos de interés de la distribución salarial incondicional.
Esta metodología se basa en la estimación de una regresión donde la variable
independiente (el salario) es sustituida por una transformación de la misma, la función de influencia
recentrada (recentered influence function; desde ahora, RIF) para, con posterioridad, desarrollar una
descomposición estándar a la Oaxaca-Blinder basada en los resultados de la regresión. La misma
es, a su vez, aplicable a cualquier estadístico distribucional de interés, como pueden ser los
cuantiles o medidas de desigualdad como el índice de Gini o la varianza.
La función de influencia es una herramienta empleada tradicionalmente en el campo de la
estimación robusta, que mide el efecto en estadísticos distribucionales de pequeños cambios en la
distribución subyacente. Así, para un estadístico distribucional dado de la distribución FW, v(F),
esta función mide la importancia que tiene cada observación en la conformación del valor de dicho
estadístico. Firpo, Fortin y Lemiex (2011) sugieren utilizar una versión recentrada de la función de
influencia tras añadir el estadístico de interés, RIF(W)=v(F)+IF(W), ya que la misma tiene como
valor esperado el propio estadístico v(F) (en la medida en que la esperanza de la función de
influencia con respecto a la distribución de W es, por definición, cero).
En el caso concreto de los cuantiles Q de la distribución marginal incondicionada WF , la
función de influencia, ),( QWIF , se define de la siguiente forma:
)(
}{)/(
Qf
QWlQWIF
W
(1)
Donde }{l es una función indicador y Wf es la función de densidad de la distribución
marginal de W evaluada en Q .
Dado que la función de influencia recentrada, ),( QWRIF , es igual a ),( QWIFQ ,
entonces se cumple que:
)(
}{)/(
Qf
QWlQQWRIF
W
(2)
Así pues, la función RIF puede computarse empíricamente en el caso de los cuantiles
mediante una inversión local, tras el cálculo de la variable dummy }{ QWl (la cual especifica si
el valor de W es mayor o menor que Q ), la estimación del cuantil de la la muestra Q y la
11
estimación mediante funciones de densidad kernel de la correspondiente función de densidad Wf
evaluada en Q .
Tras el cálculo de la función RIF para el estadístico de interés7, se dispone de un valor de la
variable transformada para cada observación de la muestra. En la medida en que el efecto del
cambio en la distribución de una variable explicativa en el estadístico puede expresarse ceteris
paribus como el efecto parcial promedio de esa variable en la esperanza condicionada de su
función RIF, y asumiendo que la esperanza condicionada de la función RIF puede ser modelizada
como una función lineal de las variables explicativas, estos valores puede ser utilizados para la
estimación mediante mínimos cuadrados ordinarios de una regresión de la variable RIF en un
vector de variables explicativas8. Los coeficientes estimados en la misma pueden ser interpretados
como el efecto de un aumento en el valor promedio de una variable explicativa en el estadístico
distribucional (en el caso concreto de los cuantiles este tipo de estimación es denominada regresión
cuantílica incondicionada: para más detalles, véase Firpo, Fortin y Lemieux, 2009).
Tras la estimación de los coeficientes de dicha regresión, los mismos se emplean para el
cálculo para cada estadístico de una descomposición estándar en las medias a la Oaxaca-Blinder.
Siguiendo la recomendación de Oaxaca y Ransom (1994) y Neumark (1988), en el desarrollo de la
misma se ha empleado como estructura salarial de referencia en la descomposción la
correspondiente al pool de los dos años implicados en la comparación. En la estimación de la
misma se ha incluido, además, una variable ficticia relativa al año de pertenencia de cada
observación, dado que la no inclusión de la misma puede conducir a sesgos en la descomposición
en la forma de una sobrevaloración del componente de características y la correspondiente
infravaloración del de rendimientos, provocada por la omisión de interceptos especifícos para cada
año (Elder et al., 2010)9. A su vez, para evitar el problema de identificación que surge en este tipo
de descomposición, asociado al hecho de que la elección de una referencia específica en cada
grupo de variables ficticias explicativas puede afectar en la práctica a los resultados de la
descomposición detallada a través de la aportación relativa de cada variable explicativa al
componente de rendimientos (Oaxaca y Ransom, 1999), en la estimación de la ecuación se ha
adoptado la estrategia de normalización de variables ficticias sugerida por Yun (2005), lo que
7 Aunque la presentación formal que aparece en el texto se centra en el caso de los cuantiles de la distribución incondicionada de los salarios, el análisis empírico incluye también el caso del índice de Gini (puede encontrarse la expresión exacta de la función RIF de este estadístico en Firpo, Fortin y Lemieux, 2007). En el caso de la media, donde la función RIF coincide con la variable independiente, ya que )()/( WWRIF , la regresión RIF
corresponde a una regresión salarial estándar mediante mínimos cuadrados ordinarios. 8 Fortin, Lemieux y Firpo (2011) muestran que el efecto marginal promedio también se puede calcular
alternativamente, de forma más flexible, mediante un modelo logit o un estimador no paramétrico. 9 Se ha comprobado, en cualquier caso, que los resultados de la descomposición son robustos ante el uso de estructuras salariales de referencia alternativas, como la correspondientes al año inicial, al año final y al pool de ambos
12
permite estimar apropiadamente la contribución real de cada variable al componente de
rendimientos de la descomposición10.
La descomposición toma, en consecuencia, la siguiente forma:
)ˆˆ()ˆˆ(ˆ)( ,
**
,
*
vBvAvvABvABv XXXX - (3)
Donde v es la diferencia en el estadístico v entre los años A y B; AX y BX son las
características promedio de cada año y vA ,̂ , vB ,̂ y *ˆv son, respectivamente, los coeficientes
estimados tras la regresión de la variable RIF del estadístico v sobre el conjunto de variables
explicativas en los años A, B y el pool de ambos años. El primer componente del lado derecho de la
ecuación representa el efecto en las diferencias en el estadístico de las diferencias en características
(o componente “explicado”) y el segundo corresponde al efecto de los coeficientes (o componente
“no explicado”). Es importante destacar que mediante este procedimiento se obtiene una
descomposición detallada de la aportación de cada factor explicativo individual al diferencial a
explicar (distinguiendo, a su vez, entre los correspondientes efectos asociados a dotaciones y
rendimientos)11.
5. Resultados
5.1. Evidencia descriptiva
La figura 1 y el cuadro 1 contienen evidencia descriptiva sobre la evolución a lo largo del
período 2002-2010 de la distribución del salario por hora (expresado en logaritmos y a precios de
2006) y los correspondientes niveles de desigualdad (éstos se miden a partir del índice de Gini y los
diferenciales entre los percentiles 10, 50 y 90 de la distribución salarial). Esta evidencia muestra, en
síntesis, que mientras que los salarios reales crecieron moderadamente a lo largo de todo el
período, con independencia del ciclo económico, la desigualdad salarial presentó, por el contrario,
una evolución contracíclica, aumentando significativamente tras el inicio de la crisis económica.
Así, entre 2002 y 2006 el crecimiento real de los salarios fue positivo y relativamente
reducido (0,024 puntos logarítmicos en promedio). El mismo se dio de forma relativamente
años sin incluir una variable ficticia indicativa del año de pertenencia de la observación. Los resultados están disponibles por parte de los autores ante su requerimiento. 10 Esta estrategia es equivalente a calcular el promedio de las aportaciones a cada componente de la descomposición de diferentes estimaciones en las que se utilizan alternativamente como referencia cada una de las categorías de cada subconjunto de variables ficticias. Gardeazábal y Ugidos (2004) sugieren una aproximación equivalente basada en la estimación de la ecuación con mínimos cuadrados restringidos bajo la restricción de que la suma de los coeficientes de cada subconjunto de variables ficticias es igual a cero. 11 Una posible limitación de la metodología de Fortin, Lemieux y Firpo (2011) es que se basa en una aproximación lineal a funciones potencialmente no lineales de la distribución, de modo que puede surgir un sesgo, en la medida en que el supuesto de linealidad utilizado en la regresión implica que la descomposición proporciona únicamente una aproximación de primer orden a la aportación de los componentes explicativos (para más detalles véase Rothe, 2012). Posteriormente en la investigación se analiza empíricamente la existencia y magnitud de este posible error de especificación.
13
homogénea a lo largo de toda la distribución salarial, aunque lo hizo con menor intensidad en las
dos colas de la distribución. Esta circunstancia es consecuente con la ligera reducción
experimentada por los niveles globales de desigualdad salarial (así, por ejemplo, el índice de Gini
cayó de 0,132 a 0,130, siendo esta diferencia estadísticamente significativa a niveles
convencionales). Esta reducción, a su vez, se debe a que la disminución de la desigualdad en la
parte derecha de la distribución (el diferencial 90-50 cayó 0,019 puntos logarítmicos) excedió al
aumento que se produjo en la parte izquierda (el diferencial 50-10 aumentó en 0,015 puntos
logarítmicos). Entre 2006 y 2010, junto a un crecimiento relativamente similar del salario real
(0,018 puntos logarítmicos en promedio) se dio, por el contrario, un aumento de la desigualdad
salarial. Este aumento se explica en este caso porque el aumento de la desigualdad en la parte baja
de la distribución (el diferencial 50-10 aumentó en 0,043 puntos) excedió a la caída de la
desigualdad en la parte alta (el diferencial 90-50 se redujo en 0,019 puntos).
El cuadro A.2 del anexo 1 contiene información detallada sobre las características de las
muestras de la EES. Se constata a partir de la misma que en los dos períodos examinados hubo
cambios significativos en las características de la fuerza de trabajo y de las empresas, si bien el
sentido de los mismos varía significativamente entre las dos etapas que conforman el período.
Entre 2002 y 2006, la intensa creación de empleo que se produjo en la fase expansiva implicó
cambios relevantes por el lado de la oferta de trabajo y la demanda de trabajo que, con ciertas
excepciones, se tradujeron en la incorporación de trabajadores y la creación de puestos de trabajo
con características comparativamente peor valoradas en términos salariales que los existentes
previamente. Así, aumentó significativamente la presencia de mujeres e inmigrantes (si bien
también la de trabajadores de mayor edad e individuos con mayores niveles de educación);
aumentó la presencia relativa de trabajadores sin cualificación (aunque también la de aquellos
comparativamente más cualificados, dando lugar a un cierto proceso de polarización ocupacional)
y se dio un aumento de puestos de trabajo con contrato temporal, con jornada parcial y sin tareas
de supervisión. En lo que respecta a las características de las empresas, cambió la composición
sectorial y regional de la fuerza de trabajo (en el primer caso, aumentó el peso de la construcción y
las actividades inmobiliarias y se redujo el del sector manufacturero) y aumentó la presencia de
trabajadores en empresas grandes y cubiertas por convenios colectivos de ámbito sectorial. Entre
2006 y 2010, por el contrario, la intensa destrucción de empleo provocó cambios en la
composición del empleo que, por lo general, se centraron en trabajadores y puestos de trabajo con
características asociadas a peores salarios. Así, se redujo la presencia de inmigrantes y aumentó la
de individuos con mayores niveles de educación y antigüedad (si bien también la de trabajadores
de menor edad); cayó el peso relativo del empleo temporal, el de los puestos de trabajo con tareas
de supervisión y el de los trabajadores sin cualificación y, finalmente, se redujo el peso del sector
14
de la construcción y hubo un desplazamiento del empleo hacia empresas de mayor tamaño relativo
y con convenio de empresa. En síntesis, se confirma que a lo largo de todo el período 2002-2010
se dieron cambios significativos en las características observadas de trabajadores y empresas. Las
mismas, además, pudieron dar lugar a efectos sobre los salarios que podrían haber actuado en
sentido contrapuesto (en especial durante la etapa expansiva) y, en consecuencia, haber tenido un
efecto neto sobre la estructura salarial indeterminado a priori. Esta circunstancia subraya, en última
instancia, la importancia del uso de una descomposición detallada en el análisis empírico.
5.2. Descomposiciones econométricas
A continuación se examinan los resultados del análisis empírico de la evolución de la
desigualdad salarial en España obtenidos mediante la técnica de Fortin, Lemieux y Firpo (2011). Las
variables explicativas que se han considerado en dicho análisis abarcan tanto características de los
individuos como de sus puestos de trabajo y empresas. En relación con las primeras, se trata de
controles relativos al sexo del individuo; la nacionalidad; el nivel de educación general (distinguiendo
tres niveles: educación primaria, secundaria y universitaria) y la edad (distinguiendo tres tramos:
menos de 30, entre 30 y 45 y más de 45 años). Las características de los puestos de trabajo son la
ocupación (nueve categorías correspondientes a los grandes grupos ocupacionales); los años de
antigüedad en el empleo actual y su forma cuadrática; el tipo de contrato (indefinido o de duración
determinada); el tipo de jornada (tiempo completo o tiempo parcial) y la realización de tareas de
supervisión. Por último, los atributos de las empresas son el sector (doce categorías)12; el tamaño (seis
estratos); la región de ubicación y el tipo de convenio (distinguiendo entre convenio de empresa, de
sector nacional y de de sector infranacional).
La figura 2 muesta los coeficientes estimados mediante el método de regresión cuantílica
incondicional sobre el que se fundamenta la metodología de descomposición propuesta por Fortin,
Lemieux y Firpo (2011). Dichos coeficientes miden para cada factor explicativo su impacto en
diferentes cuantiles de la distribución incondicionada de los salarios13 y corresponden a los resultados
obtenidos considerando las características individuales, de los puestos de trabajo y de las empresas.
Cabe destacar que, por una cuestión de espacio, se trata de variables explicativas seleccionadas (puede
encontrarse información detallada sobre los coeficientes del conjunto de las variables explicativas en el
cuadro A.3 del anexo 1).
En general, la evidencia obtenida está en línea con los resultados de estudios previos sobre las
características de la estructura salarial en España y la naturaleza de ciertos diferenciales salariales. Así,
12
En relación con olas anteriores de la EES, en la ola de 2010 se emplearon nuevas clasificaciones ocupacionales (CNO-11 en lugar de la CNO-94) y sectoriales (CNAE-2009 en lugar de CNAE-93). Con el fin de emplear en el análisis empírico clasificaciones homogéneas en ambos casos, para todas las olas se han utilizado las secciones definidas según la CNAE-93 en el caso de los sectores (doce categorías) y los grandes grupos ocupacionales en el caso de las ocupaciones (nueve categorías).
15
sin ánimos de ser exhaustivos, en el caso del género se aprecia que existe una brecha salarial
sistemáticamente desfavorable para las mujeres a lo largo de toda la distribución salarial y que la
misma tiende a ser algo mayor en la parte derecha de la distribución salarial (para más detalles sobre
cómo el fenómeno de techo de cristal parece darse exclusivamente en nuestro país para trabajadores con
educación superior véase De la Rica et al., 2008). Asimismo, se constata la existencia de un diferencial
salarial desfavorable para los inmigrantes en las partes izquierda y, especialmente, central de la
distribución, pero favorable en la cola derecha14. En los casos de la edad, la educación y la antigüedad
se observan rendimientos positivos para estos factores que tienden a crecer por lo general a lo largo
de la distribución salarial15. En lo que respecta al impacto de la temporalidad, la discriminación salarial
que afecta a los trabajadores con contrato temporal (De la Rica, 2004) tiende a reducirse a lo largo de
la distribución. En cuanto al resto de factores, la jornada parcial tiene un impacto negativo en los
salarios en la parte izquierda de la distribución, pero positiva en la derecha (puede encontrarse
evidencia adicional sobre el impacto salarial de la jornada parcial para las mujeres españolas en
Fernández-Krank y Rodríguez-Planas, 2011); ejercer supervisión sobre otros trabajadores y trabajar en
empresas de mayor tamaño incrementa los salarios (y lo hace, además, de forma creciente a lo largo de
la distribución salarial) y se confirma que estar cubierto por un convenio de empresa está en general
asociado a la percepción de mayores salarios (Card y De la Rica, 2006).
La figura 3 contiene la descomposición de los cambios experimentados por la distribución
salarial en España durante el período temporal analizado obtenida mediante la aplicación de la técnica
de Fortin, Lemieux y Firpo (2011). Más concretamente, se trata de la representación gráfica de los
resultados de la descomposición del crecimiento del logaritmo del salario por hora en función de la
aportación agregada de los componentes de rendimientos y características en veinte cuantiles de la
distribución distribuidos uniformemente. Los resultados corresponden a una especificación de la
ecuación salarial que incluye como variables explicativas las características sociodemográficas de los
individuos y también características de los puestos de trabajo y empresas.
Comenzando con el período 2002-2006, se confirma que el cambio durante esta etapa en la
composición del empleo, cuyo efecto es recogido por el componente de características de la
descomposición, contribuyó de forma agregada a una reducción de los salarios de forma
relativamente homogénea a lo largo de la distribución salarial (la única excepción es la cola derecha de
13 Cabe destacar que las estimaciones mediante este método no coinciden con las obtenidas mediante los métodos estándar que permiten realizar regresiones cuantílicas de carácter condicionado (Firpo, Fortin y Lemieux, 2009). 14 Este resultado ya ha sido señalado previamente (Canal y Rodríguez, 2008) y obedece muy posiblemente al diferente tratamiento salarial relativo con respecto a los nativos que ha sido observado para los inmigrantes en nuestro país en función de si proceden de economías emergentes o avanzadas. Así, mientras que en el caso de los primeros existe una brecha salarial desfavorable que se explica completamente por la segregación ocupacional y por establecimiento, los últimos reciben mayores salarios que los nativos que no se justifican por las dotaciones de características observadas (Simón et al., 2008). 15 Puede encontrarse evidencia detallada sobre la caída de los rendimientos a la educación/cualificación y la edad en España en el pasado reciente en Bonhomme y Hospido (2012) y Felgueroso et al. (2010).
16
la distribución, donde tuvo un impacto muy reducido). El cambio experimentado por los coeficientes
fue, por su parte, el principal origen en la práctica del crecimiento experimentado por los salarios
reales, con un efecto, de nuevo, relativamente homogéneo en toda la distribución salarial (con la
excepción de la cola derecha de la distribución, donde fue menos intenso).
Aun a pesar del interés de esta evidencia, la misma no aporta información sobre cuáles son los
factores explicativos concretos que determinaron los cambios atribuibles a los componentes de
características y rendimientos, ilustrando así sobre una de las principales carencias asociadas a las
descomposiciones de carácter agregado. En este sentido, en las figuras 4 y 5 y en los cuadros 2 y 3
aparecen los resultados detallados de la descomposición de los cambios experimentados en la
estructura salarial, medidos a partir de los cuantiles y de varias medidas de desigualdad, obtenidos
aplicando la metodología de Fortin, Lemieux y Firpo (2011). Para facilitar la presentación, los mismos
se presentan de forma separada para los factores explicativos que conforman los componentes de
características y rendimientos, agrupados en cada caso distinguiendo entre características individuales,
de los puestos de trabajo y de las empresas (pueden verse los resultados correspondientes a variables
explicativas individuales en los cuadros 2 y 3 y en las figuras A.1 y A.2 del anexo 1).
Los resultados obtenidos para el período 2002-2006 confirman que los cambios en las
características de los individuos tuvieron efectos contrapuestos sobre los salarios (la mayor presencia
de mujeres e inmigrantes con un impacto negativo y la de individuos con mayor edad y educación con
un impacto positivo), de modo que si bien produjo un efecto conjunto favorable sobre los salarios
éste fue en general muy poco significativo (figura 4). Por el contrario, los cambios en las características
de los puestos de trabajo y empresas tuvieron un impacto negativo en los salarios, destacando en este
sentido la menor presencia de asalariados con responsabilidades de supervisión. Asimismo, cabe
destacar que el cambio en la distribución por ocupaciones tuvo un impacto negativo en la parte
izquierda de la distribución pero positivo en la derecha, lo que, junto con el impacto salarial del tipo
de jornada, ayuda a explicar el perfil creciente a lo largo de la distribución del impacto salarial
agregado de los cambios en las características. Se trata de evidencia que sugiere, en síntesis, que la
mayor presencia de puestos de trabajo y empresas con características asociadas a bajos salarios en esta
etapa ejerció un efecto depresor sobre los salarios que se impuso a la mayor presencia de individuos
con características asociadas a mejores salarios.
En cuanto a los efectos detallados asociados a los cambios en los coeficientes, cabe destacar
que el efecto agregado de los cambios en rendimientos salariales se explica esencialmente por el efecto
muy significativo de la constante (la cual recoge el efecto de factores inobservados), que fue
sistemáticamente positivo y relativamente homogéneo en toda la distribución (con la excepción de las
dos colas, en especial la derecha). Por el contrario, son muy pocos los factores individuales adicionales
17
cuyos cambios en rendimientos tuvieron impactos significativos en el crecimiento del salario real entre
2002 y 2006, en especial en la parte izquierda y central de la distribución.
Para el período 2006-2010 los resultados de la descomposición agregada revelan que aunque
el comportamiento de los salarios reales fue relativamente similar al del período anterior (con
crecimientos moderados y relativamente homogéneos a lo largo de la distribución salarial) el mismo
obedeció a un origen muy diferente. Así, a diferencia de la etapa anterior, el cambio en la composición
del empleo fue favorable para los salarios a lo largo de prácticamente toda la distribución salarial y el
de rendimientos, por el contrario, desfavorable (figura 3). Los resultados detallados (figura 5)
confirman, por su parte, que, los cambios en la gran mayoría de las características individuales y de los
puestos de trabajo tuvieron un efecto positivo sobre los salarios (destacando en este sentido el
aumento de la antigüedad y el desplazamiento del empleo hacia mejores ocupaciones y empresas de
mayor tamaño y con convenio propio), siendo las únicas excepciones relevantes de la edad y el sector.
En cuanto al efecto de los coeficientes, se observa que el grueso del efecto depresor sobre los salarios
asociado a los cambios experimentados por los rendimientos salariales se debió de nuevo al
significativo efecto de la constante, puesto que los cambios en los rendimientos salariales asociados a
otro tipo de factores individuales fueron por lo general muy poco significativos (con la única
excepción del asociado a la nacionalidad).
Desde la perspectiva de la evolución de la desigualdad, la reducción de la desigualdad que se
produjo en el período 2002-2006 se explica porque el efecto de los cambios en los coeficientes (con
un papel protagonista para la constante, pero con impactos significativos también para la jornada, el
sector y el tipo de convenio) se impuso al derivado de las modificaciones en la composición del
empleo, las cuales hubieran aumentado ceteris paribus la desigualdad (cuadro 2). En la etapa 2006-
2010, aunque no cambió el sentido de la influencia de estos factores, los cambios en las características
(con un papel destacado para la ocupación y el sector) se impusieron, por el contrario, a los derivados
de los coeficientes, explicando en última instancia el aumento que se produjo en los niveles de
desigualdad salarial (cuadro 3).
5.3. Análisis de robustez
Tal y como se señalaba en la sección de metodología, una posible limitación de la técnica de
Fortin, Lemieux y Firpo (2011) es que se basa en una aproximación lineal a funciones potencialmente
no lineales de la distribución, lo cual puede dar lugar a un sesgo en la aportación de los componentes
explicativos. Una forma de examinar empíricamente el alcance de este sesgo es mediante la
comparación de los resultados obtenidos en la descomposición en función de la aportación de los
componentes agregados con esta técnica con los obtenidos mediante una técnica alternativa. Para ello
18
se ha empleado la técnica de Melly (2006) basada en la regresión cuantílica16. La misma, como se
señalaba en la introducción, es susceptible de proporcionar resultados similares a los de metodologías
equiparables.
La figura 6 contiene los resultados de la descomposición obtenidos mediante ambas
metodologías, junto con el crecimiento salarial realmente observado. Aunque se observan
discrepancias menores en ambos períodos temporales, se da por lo general una notable coincidencia
entre ambas metodologías en la aportación de los componentes de características y rendimientos. En
el mismo sentido, cabe destacar la mayor coincidencia con el crecimiento salarial realmente observado
del crecimiento salarial total explicado por la técnica de Fortin, Lemieux y Firpo (2011) que por la de
Melly (2006). Esta evidencia sugiere, en consecuencia, que, si bien pudieran existir ciertos efectos de
sesgo asociados al uso de aquella técnica de descomposición, los mismos son aparentemente poco
significativos en el contexto del análisis desarrollado en esta investigación.
6. Conclusiones
Este artículo examina la evolución de la estructura salarial en España en el período 2002-
2010 y sus principales determinantes. El análisis empírico cubre un período que abarca el inicio de
la crisis económica actual y para el que, con contadas excepciones, la evidencia previa es muy
escasa. El análisis se desarrolla sobre la base de los microdatos de las últimas olas de la Encuesta de
Estructura Salarial (2002, 2006 y 2010) y una metodología econométrica de descomposición
desarrollada recientemente por Fortin, Lemieux y Firpo (2011). Esta técnica presenta una gran
ventaja sobre otras metodologías de descomposición equiparables propuestas en la literatura
económica, ya que proporciona una descomposición detallada de los cambios experimentados en
el tiempo a lo largo de la distribución salarial, permitiendo conocer la aportación individual de cada
uno de los factores explicativos a través de los componentes de características y rendimientos. Esta
circunstancia es relevante, en la medida en los últimos años se han producido en la economía
española cambios significativos y poco usuales en dimensiones variadas de las características de la
oferta y demanda de trabajo, con efectos sobre la estructura salarial potencialmente contrapuestos.
La evidencia obtenida muestra que a lo largo de todo el período 2002-2010 se dio un
crecimiento moderado de los salarios reales y que el mismo fue relativamente similar en las dos
16 La técnica de Melly (2006) consta de tres etapas (en el anexo 2 se describe cada una de estas etapas con más detalle). En la primera se estima el impacto de un conjunto de variables explicativas sobre la distribución salarial condicionada mediante técnicas estándar de regresión cuantílica. En la segunda se estima la distribución salarial incondicionada mediante la integración de la distribución salarial condicionada sobre el rango de las variables explicativas empleadas en las regresiones cuantílicas. Finalmente, tras la construcción de los cuantiles de la distribución salarial contrafactual siguiendo las dos etapas anteriores, se descomponen las diferencias entre los cuantiles de las distribuciones salariales de interés en dos componentes: uno que captura la contribución de las diferencias en los coeficientes estimados (el componente de precios) y otro que mide la contribución de las diferencias en las características consideradas (el componente de características).
19
etapas que lo conforman, con independencia de la situación de la economía en términos de
crecimiento económico y comportamiento del empleo. Se constata, por el contrario, y en
consonancia con los resultados de investigaciones previas basadas en fuentes de información
alternativas, que la desigualdad salarial presentó una evolución contracíclica, reduciéndose en la
etapa 2002-2006 y aumentando significativamente entre 2006 y 2010, tras el inicio de la crisis
económica.
Asimismo, se observan cambios notables en los determinantes de la evolución de la
estructura salarial durante el período. Así, el moderado aumento de los salarios reales y la
reducción de la desigualdad que se dieron en el período 2002-2006 se explican fundamentalmente
por los cambios en los rendimientos salariales. En el período 2006-2010, por el contrario, el
crecimiento de los salarios reales se debió fundalmentalmente a los cambios en la composición del
empleo asociados al intenso proceso de destrucción de empleo (ya que los cambios que ocurrieron
en los procesos de determinación salarial fueron desfavorables para los salarios) y el aumento de la
desigualdad salarial que se produjo en esa etapa se explica también fundamentalmente por los
cambios en las características de trabajadores y empresas.
Un último resultado que se desprende del análisis de la evolución de la estructura salarial es
que los procesos de determinación salarial que se observan en la economía española resultan
afectados por elementos comunes que tienden a afectar al conjunto de los trabajadores y que, en
consecuencia, se observan para el conjunto de la distribución salarial. Se trata de una circunstancia
que es plenamente consecuente con la gran influencia de la negociación colectiva en la
determinación salarial y la inercia que esta institución induce en la estructura salarial. En este
sentido, cabe señalar, no obstante, que tras el inicio de la crisis se aprecian ciertos signos de
moderación en el comportamiento de los salarios. En este sentido, aunque queda fuera del alcance
de esta investigación, resultará de indudable interés examinar en el futuro si esta circunstancia se ha
consolidado y acentuado de la mano de los importantes cambios de los que ha sido objeto
recientemente la regulación de la negociación colectiva, redundando en un comportamiento
diferente de la estructura salarial de la economía española, más similar al que se observa con
carácter general en otros países avanzados.
20
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22
Figura 1. Distribución salarial en España. 2002, 2006 y 2010.
0.2
.4.6
.81
0 1 2 3 4 5x
2002 2006
2010
Notas: En el gráfico aparece la función de densidad del logaritmo del salario por hora. Los salarios están expresado en términos reales a precios de 2006.
23
Figura 2. Coeficientes de las regresiones cuantílicas incondicionadas.
Características seleccionadas.
-.2
5-.
2-.
15
-.1
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Mujer2002 Mujer2006 Mujer2010
Mujer
-.0
5
0
.05
.1.1
5
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Inmigrante2002 Inmigrante2006 Inmigrante2010
Inmigrante
-.1
0.1
.2
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Edad menos de 302002 Edad más de 452002 Edad menos de 302006
Edad más de 452006 Edad menos de 302010 Edad más de 452010
Edad
-.1
0.1
.2
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Educación primaria2002 Educación universitaria2002 Educación primaria2006
Educación universitaria2006 Educación primaria2010 Educación universitaria2010
Educación
.01
.01
5.0
2.0
25
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Antigüedad2002 Antigüedad2006 Antigüedad2010
Antigüedad
-.1
-.0
5
0
.05
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Contrato temporal2002 Contrato temporal2006 Contrato temporal2010
Contrato temporal
-.2
-.1
0.1
.2
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Jornada parcial2002 Jornada parcial2006 Jornada parcial2010
Jornada parcial
0
.05
.1.1
5.2
.25
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Supervisión2002 Supervisión2006 Supervisión2010
Supervisión
-.1
0.1
.2.3
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Tamaño menos de 202002 Tamaño 100-1992002 Tamaño 500 ó más2002
Tamaño menos de 202006 Tamaño 100-1992006 Tamaño 500 ó más2006
Tamaño menos de 202010 Tamaño 100-1992010 Tamaño 500 ó más2010
Tamaño
-.3
-.2
-.1
0.1
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Convenio nacional2002 Convenio infranacional2002 Convenio nacional2006
Convenio infranacional2006 Convenio nacional2010 Convenio infranacional2010
Tipo de convenio
24
Figura 3. Descomposición agregada de los cambios en la distribución salarial en España.
-.0
2 0.02.0
4.06
Dife
ren
cia
en e
l lo
garitm
o d
el sala
rio p
or
hora
0 .2 .4 .6 .8 1Cuantiles
Diferencia total Total características
Total coeficientes
2002-2006
-.2
-.1
0.1
.2
Dife
ren
cia
en e
l lo
garitm
o d
el sala
rio p
or
hora
0 .2 .4 .6 .8 1Cuantiles
Diferencia total Total características
Total coeficientes
2006-2010
25
Figura 4. Descomposición detallada de los cambios en la distribución salarial en España. 2002-2006.
-.0
2-.
01
0
.01
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Total características Caracteristicas individuales Caracteristicas puestos trabajo Caracteristicas empresa
2002-2006 Efecto de las características
-.0
5
0
.05
.1
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Total coeficientes Caracteristicas individuales Caracteristicas puestos trabajo Caracteristicas empresa
Constante
2002-2006 Efecto de los coeficientes
26
Figura 5. Descomposición detallada de los cambios en la distribución salarial en España. 2006-2010.
-.0
5
0
.05
.1.1
5
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Total características Caracteristicas individuales Caracteristicas puestos trabajo Caracteristicas empresa
2006-2010 Efecto de las características
-.2
-.1
0.1
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Total coeficientes Caracteristicas individuales Caracteristicas puestos trabajo Caracteristicas empresa
Constante
2006-2010 Efecto de los coeficientes
27
Figura 6. Comparación de resultados de la descomposición agregada. Técnicas de Melly (2006) y Fortin, Lemieux y Firpo (2011).
-.0
2
0
.02
.04
.06
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Crecimiento salario real 2002-2006 Diferencia total-Melly Efecto de las características-Melly
Efecto de los coeficientes-Melly Diferencia total Efecto de las características
Efecto de los coeficientes
2002-2006
-.2
-.1
0.1
.2
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Crecimiento salario real 2002-2006 Diferencia total-Melly Efecto de las características-Melly
Efecto de los coeficientes-Melly Diferencia total Efecto de las características
Efecto de los coeficientes
2006-2010
28
Cuadro 1. Evolución de la distribución del salario por hora en España.
2002 2006 2010 Cambio
2002-2006 Cambio
2006-2010
Promedio 2,119 2,144 2,162 0,024 0,018 Percentiles
10 1,582 1,603 1,592 0,021 -0,011 20 1,706 1,743 1,734 0,037 -0,009 30 1,804 1,843 1,847 0,039 0,004 40 1,904 1,942 1,963 0,038 0,021 50 2,015 2,051 2,084 0,036 0,032 60 2,156 2,184 2,219 0,028 0,035 70 2,322 2,349 2,370 0,027 0,021 80 2,529 2,557 2,558 0,028 0,002 90 2,803 2,821 2,834 0,017 0,013
Medidas de desigualdad Índice de Gini 0,129 0,127 0,129 -0,002* 0,002* Diferencial 90-10 1,222 1,218 1,242 -0,004* 0,024* Diferencial 90-50 0,788 0,769 0,750 -0,019* -0,019* Diferencial 50-10 0,434 0,448 0,491 0,015* 0,043*
Notas: Los salarios por hora están expresados en logaritmos y en términos reales a precios de 2006. 90-10, 50-10 y 90-50 son los difererenciales entre los percentiles 10, 50 y 90 de la distribución del logaritmo del salario por hora. * indica que la diferencia entre los dos años es estadísticamente significativa al 1%.
1
Cuadro 2. Descomposición de los cambios en los cuantiles y en la desigualdad. Descomposición de Firpo-Fortin-Lemieux.
2002-2006. Percentil 10 Mediana Percentil 90 90/10 90/50 50/10 Gini
Total 2006 1,603 2,051 2,821 1,218 0,770 0,448 0,127 (0,001)*** (0,002)*** (0,003)*** (0,003)*** (0,001)*** (0,002)*** (0,000)*** 2002 1,582 2,015 2,804 1,222 0,789 0,433 0,129 (0,001)*** (0,002)*** (0,003)*** (0,003)*** (0,001)*** (0,002)*** (0,000)*** Diferencia 0,021 0,036 0,017 -0,004 -0,019 0,015 -0,002 (0,002)*** (0,002)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,002)*** (0,002)*** (0,000)*** Características -0,017 -0,018 0,003 0,020 0,021 -0,001 0,003 (0,001)*** (0,002)*** (0,002) -0,002 (0,001)*** (0,002)*** (0,000)*** Coeficientes 0,039 0,054 0,014 -0,025 -0,040 0,015 -0,004 (0,002)*** (0,002)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,002)*** (0,002)*** (0,000)*** Características Género -0,007 -0,009 -0,010 -0,003 -0,001 -0,002 0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)** Nacionalidad -0,000 -0,001 0,002 0,002 0,003 -0,001 0,000 (0,000) (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** 0,000 (0,000)*** (0,000)*** Edad 0,001 0,004 0,007 0,006 0,003 0,003 0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Educación 0,002 0,004 0,006 0,004 0,002 0,002 0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Antigüedad -0,001 -0,002 -0,001 0,000 0,001 -0,001 -0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000) Contrato -0,000 -0,001 -0,000 0,000 0,001 -0,001 0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000) 0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Jornada -0,005 -0,001 0,005 0,010 0,006 0,004 0,001 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Supervisión -0,002 -0,010 -0,014 -0,012 -0,004 -0,008 -0,001 (0,000)*** (0,000)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Ocupación -0,001 -0,000 0,012 0,013 0,012 0,001 0,001 (0,000)*** (0,001) (0,001)*** (0,001)*** (0,000)*** -0,001 (0,000)*** Región -0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 (0,000)* (0,000) (0,000) 0,000 (0,000)* 0,000 (0,000)*** Sector -0,003 -0,001 -0,005 -0,002 -0,004 0,002 -0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Tamaño 0,000 0,002 0,004 0,004 0,002 0,002 0,000 (0,000)* (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)* (0,000)*** (0,000)*** Tipo de convenio -0,001 -0,003 -0,002 -0,001 0,001 -0,002 -0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Coeficientes Género 0,000 -0,001 -0,000 0,000 0,001 -0,001 0,000 (0,001) (0,001)*** (0,001) -0,001 -0,001 (0,001)*** (0,000) Nacionalidad 0,006 0,005 -0,005 -0,011 -0,010 -0,001 0,000 (0,005) (0,004) (0,006) -0,006 -0,005 -0,004 (0,001)
2
Edad 0,000 0,001 -0,001 -0,001 -0,002 0,001 -0,000 (0,001) (0,001)* (0,001) -0,001 -0,001 (0,001)* (0,000) Educación -0,001 0,001 -0,010 -0,009 -0,011 0,002 -0,000 (0,001) (0,001) (0,002)*** (0,002)*** -0,001 -0,001 (0,000)** Antigüedad 0,008 0,003 0,027 0,019 0,024 -0,005 0,001 (0,002)*** (0,003) (0,005)*** (0,005)*** (0,002)*** -0,003 (0,000)** Contrato -0,008 -0,004 -0,008 0,000 -0,004 0,004 -0,000 (0,001)*** (0,001)*** (0,002)*** (0,002)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,000) Jornada 0,029 0,011 0,017 -0,012 0,006 -0,018 -0,003 (0,003)*** (0,002)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,003)*** (0,002)*** (0,000)*** Supervisión 0,003 -0,008 -0,010 -0,013 -0,002 -0,011 -0,000 (0,001)*** (0,001)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,000) Ocupación -0,011 -0,025 0,025 0,036 0,050 -0,014 0,004 (0,006)* (0,006)*** (0,006)*** (0,006)*** (0,006)* (0,006)*** (0,001)*** Región -0,011 -0,011 -0,005 0,006 0,006 0,000 0,000 (0,003)*** (0,003)*** (0,005) -0,005 (0,003)*** (0,003)*** (0,001) Sector 0,007 -0,005 -0,032 -0,039 -0,027 -0,012 -0,002 (0,002)*** (0,002)* (0,006)*** (0,006)*** (0,002)*** (0,002)* (0,000)*** Tamaño 0,002 0,000 0,001 -0,001 0,001 -0,002 -0,000 (0,001)*** (0,001) (0,001) -0,001 (0,001)*** -0,001 (0,000) Tipo de convenio 0,010 0,013 0,003 -0,007 -0,010 0,003 -0,001 (0,002)*** (0,002)*** (0,004) -0,004 (0,002)*** (0,002)*** (0,000)*** Constante 0,005 0,074 0,010 0,005 -0,064 0,069 -0,002 (0,010) (0,009)*** (0,015) -0,015 -0,010 (0,009)*** (0,002) N 262,673 262,673 262,673 262,673 262,673 262,673 262,673
* p<0.1; ** p<0.05; *** p<0.01
3
Cuadro 3. Descomposición de los cambios en los cuantiles y en la desigualdad. Descomposición de Firpo-Fortin-Lemieux.
2006-2010. Percentil 10 Mediana Percentil 90 90/10 90/50 50/10 Gini
Total 2010 1,592 2,084 2,834 1,242 0,750 0,492 0,129 (0,001)*** (0,002)*** (0,003)*** (0,003)*** (0,001)*** (0,002)*** (0,000)*** 2006 1,603 2,051 2,821 1,218 0,770 0,448 0,127 (0,001)*** (0,002)*** (0,003)*** (0,003)*** (0,001)*** (0,002)*** (0,000)*** Diferencia -0,011 0,032 0,013 0,024 -0,019 0,043 0,002 (0,002)*** (0,002)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,002)*** (0,002)*** (0,000)*** Características 0,021 0,105 0,118 0,097 0,013 0,084 0,005 (0,001)*** (0,002)*** (0,003)*** (0,003)*** (0,001)*** (0,002)*** (0,000)*** Coeficientes -0,031 -0,073 -0,105 -0,074 -0,032 -0,042 -0,004 (0,002)*** (0,002)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,002)*** (0,002)*** (0,000)*** Características Género -0,001 -0,001 -0,002 -0,001 -0,001 0,000 -0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000) Nacionalidad 0,000 0,000 -0,000 0,000 0,000 0,000 -0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Edad -0,001 -0,006 -0,014 -0,013 -0,008 -0,005 -0,001 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Educación 0,007 0,011 0,012 0,005 0,001 0,004 0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)** Antigüedad 0,013 0,023 0,024 0,011 0,001 0,010 -0,000 (0,000)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,000)*** (0,001)*** (0,000) Contrato 0,000 0,002 -0,001 -0,001 -0,003 0,002 -0,000 (0,000)** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)** (0,000)*** (0,000)*** Jornada -0,001 -0,000 0,001 0,002 0,001 0,001 0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Supervisión 0,000 0,001 0,002 0,002 0,001 0,001 0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Ocupación 0,010 0,032 0,053 0,043 0,021 0,022 0,003 (0,000)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,000)*** (0,001)*** (0,000)*** Región 0,003 0,005 0,006 0,003 0,001 0,002 0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Sector -0,015 -0,009 0,001 0,016 0,010 0,006 0,002 (0,000)*** (0,000)*** (0,001) -0,001 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** Tamaño 0,005 0,018 0,013 0,008 -0,005 0,013 0,000 (0,000)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,000)*** (0,001)*** (0,000)*** Tipo de convenio 0,000 0,029 0,024 0,024 -0,005 0,029 0,001 (0,001) (0,001)*** (0,001)*** (0,001)*** -0,001 (0,001)*** (0,000)*** Coeficientes Género -0,002 0,001 0,001 0,003 0,000 0,003 0,000 (0,000)*** (0,000)** (0,001)** (0,001)** (0,000)*** (0,000)** (0,000)*** Nacionalidad 0,015 -0,002 -0,019 -0,034 -0,017 -0,017 -0,004 (0,004)*** (0,003) (0,004)*** (0,004)*** (0,004)*** -0,003 (0,001)***
4
Edad -0,001 0,000 0,003 0,004 0,003 0,001 0,000 (0,001)** (0,001) (0,001)** (0,001)** (0,001)** -0,001 (0,000)** Educación -0,001 -0,001 0,003 0,004 0,004 0,000 0,000 (0,001) (0,001) (0,002)* (0,002)* -0,001 -0,001 (0,000)** Antigüedad 0,006 0,006 -0,015 -0,021 -0,021 0,000 -0,003 (0,003)** (0,003)** (0,006)*** (0,006)*** (0,003)** (0,003)** (0,000)*** Contrato -0,001 -0,006 -0,003 -0,002 0,003 -0,005 0,000 (0,001) (0,001)*** (0,002) -0,002 -0,001 (0,001)*** (0,000) Jornada -0,013 0,003 0,001 0,014 -0,002 0,016 0,002 (0,002)*** (0,002) (0,003) -0,003 (0,002)*** -0,002 (0,000)*** Supervisión -0,000 0,005 -0,004 -0,004 -0,009 0,005 -0,000 (0,001) (0,002)*** (0,004) -0,004 -0,001 (0,002)*** (0,000) Ocupación 0,001 0,002 -0,045 -0,046 -0,047 0,001 -0,002 (0,004) (0,004) (0,005)*** (0,005)*** -0,004 -0,004 (0,001)*** Región 0,007 -0,002 -0,002 -0,009 0,000 -0,009 -0,000 (0,003)** (0,003) (0,004) -0,004 (0,003)** -0,003 (0,000) Sector -0,007 0,017 0,072 0,079 0,055 0,024 0,007 (0,002)*** (0,003)*** (0,006)*** (0,006)*** (0,002)*** (0,003)*** (0,000)*** Tamaño -0,002 -0,000 0,001 0,003 0,001 0,002 0,000 (0,000)*** (0,000) (0,001) -0,001 (0,000)*** 0,000 (0,000)*** Tipo de convenio 0,000 -0,012 -0,001 -0,001 0,011 -0,012 0,000 (0,001) (0,001)*** (0,003) -0,003 -0,001 (0,001)*** (0,000) Constante -0,033 -0,085 -0,097 -0,064 -0,012 -0,052 -0,004 (0,008)*** (0,008)*** (0,013)*** (0,013)*** (0,008)*** (0,008)*** (0,001)*** N 304,663 304,663 304,663 304,663 304,663 304,663 304,663
* p<0.1; ** p<0.05; *** p<0.01
1
Anexo 1
Cuadro A.1. Indicadores económicos y laborales.
Año Crecimiento del PIB real
Tasa de inflación
Empleo (miles)
Tasa de desempleo
Crecimiento tarifas
salariales (revisado)
Coste salarial real
(euros)
2002 2,7 4,0 16.630 11,5 3,85 9,05 2003 3,1 2,6 17.296 11,5 3,68 9,03 2004 3,3 3,2 17.971 11,0 3,60 9,18 2005 3,6 3,7 18.973 9,1 4,04 9,13 2006 4,0 2,7 19.748 8,5 3,59 9,59 2007 3,6 4,2 20.356 8,3 4,21 9,62 2008 0,9 1,4 20.258 11,3 3,60 9,74 2009 -3,7 0,8 18.888 18,0 2,24 10,12 2010 -0,1 3,0 18.457 20,1 2,12 9,94
Notas: La tasa de inflación corresponde al mes de diciembre. El crecimiento de las tarifas salariales de convenio corresponde al crecimiento revisado, una vez tenida en cuenta la aplicación de las cláusulas de revisión salarial. El coste salarial corresponde al coste salarial ordinario por hora del cuarto trimestre del año según la Encuesta Trimestral de Coste Laboral y está expresado en términos constantes de 2002.
2
Cuadro A.2. Descriptivos de las variables.
2002 2006 2010
Salario por hora (euros de 2006) 9,600 (6,56)
9,794 (6,42)
10,085 (7,32)
Logaritmo del salario por hora 2,119 (0,50)
2,144 (0,49)
2,162 (0,50)
Hombre 0,641 0,590 0,583 Mujer 0,359 0,410 0,417 Nativo 0,967 0,926 0,933 Inmigrante 0,033 0,074 0,067 Edad menos de 30 0,278 0,241 0,304 Edad 30-45 0,474 0,484 0,481 Edad más de 45 0,248 0,275 0,215 Educación primaria 0,276 0,264 0,160 Educación secundaria 0,539 0,515 0,581 Educación universitaria 0,185 0,221 0,259
Antigüedad 7,115 (9,15)
7,027 (9,17)
8,596 (9,51)
Contrato temporal 0,271 0,288 0,219 Contrato indefinido 0,729 0,712 0,781 Jornada parcial 0,105 0,156 0,164 Jornada completa 0,895 0,844 0,836 Supervisión 0,259 0,181 0,190 No supervisión 0,741 0,819 0,810 Directores y gerentes 0,024 0,025 0,034 Técnicos y profesionales científicos 0,107 0,116 0,152 Técnicos y profesionales de apoyo 0,137 0,132 0,183 Empleados administrativos y de oficina 0,115 0,127 0,130 Servicios de restauración y vendedores 0,117 0,119 0,132 Trabajadores cualificados en agricultura 0,001 0,002 0,003 Trab. cual. de manufacturas y construcción 0,178 0,179 0,145 Operadores de instalaciones y maquinaria 0,185 0,145 0,110 Ocupaciones elementales 0,136 0,154 0,111 Andalucía 0,096 0,095 0,101 Aragón 0,046 0,044 0,038 Asturias 0,034 0,029 0,028 Baleares 0,032 0,029 0,029 Canarias 0,044 0,041 0,040 Cantabria 0,018 0,020 0,021 Castilla-La Mancha 0,045 0,046 0,037 Castilla y León 0,052 0,058 0,050 Cataluña 0,164 0,154 0,181 Comunidad Valenciana 0,107 0,099 0,083 Extremadura 0,025 0,025 0,020 Galicia 0,063 0,058 0,053 Madrid 0,135 0,150 0,191 Murcia 0,037 0,042 0,028 Navarra 0,026 0,025 0,026 País Vasco 0,058 0,065 0,057 La Rioja 0,018 0,018 0,015 Ceuta y Melilla 0,001 0,001 0,002 Industrias extractivas 0,012 0,008 0,004 Industria manufacturera 0,372 0,308 0,297 Producción de energía eléctrica, gas y agua 0,010 0,006 0,023 Construcción 0,104 0,109 0,074 Comercio 0,089 0,094 0,137 Hostelería 0,071 0,068 0,032 Transporte y comunicaciones 0,043 0,048 0,056 Intermediación financiera 0,053 0,050 0,041 Actividades inmobiliarias y de alquiler 0,100 0,129 0,181 Educación 0,053 0,062 0,021 Sanidad 0,072 0,090 0,087 Otras actividades sociales y de servicios 0,022 0,028 0,046 Tamaño menos de 20 0,205 0,221 0,234 Tamaño 20-49 0,256 0,235 0,119 Tamaño 50-99 0,142 0,128 0,098 Tamaño 100-199 0,110 0,103 0,127 Tamaño 200-499 0,150 0,145 0,212 Tamaño 500 ó más 0,136 0,168 0,210 Convenio sectorial de ámbito nacional 0,376 0,395 0,424 Convenio sectorial de ámbito infranacional 0,520 0,527 0,474 Convenio de empresa 0,103 0,078 0,142 Número de observaciones 122.432 140.241 164.442
Notas: Entre paréntesis aparece la desviación estándar de las variables continuas.
1
Cuadro A.3. Resultados de la regresión cuantílica incondicionada.
2002 2006 2010 Percentil 10 Mediana Percentil 90 Percentil 10 Mediana Percentil 90 Percentil 10 Mediana Percentil 90
Mujer -0,145 -0,180 -0,195 -0,148 -0,168 -0,192 -0,120 -0,177 -0,209 (0,003)*** (0,003)*** (0,006)*** (0,003)*** (0,003)*** (0,006)*** (0,003)*** (0,003)*** (0,005)***
Inmigrante 0,005 -0,028 0,043 -0,008 -0,040 0,053 -0,043 -0,035 0,098 (0,008) (0,008)*** (0,011)*** (0,006) (0,005)*** (0,007)*** (0,006)*** (0,005)*** (0,008)***
Edad menos de 30 -0,046 -0,092 -0,117 -0,041 -0,091 -0,083 -0,019 -0,085 -0,135 (0,004)*** (0,004)*** (0,005)*** (0,004)*** (0,003)*** (0,005)*** (0,003)*** (0,003)*** (0,005)***
Edad más de 45 -0,010 0,021 0,138 -0,019 0,003 0,113 -0,020 -0,005 0,121 (0,003)*** (0,004)*** (0,008)*** (0,004)*** (0,003) (0,007)*** (0,004)*** (0,004) (0,007)***
Educación primaria -0,019 -0,028 -0,037 -0,037 -0,046 -0,030 -0,041 -0,069 -0,058 (0,004)*** (0,004)*** (0,005)*** (0,004)*** (0,003)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,005)***
Educación universitaria 0,053 0,110 0,104 0,065 0,109 0,178 0,079 0,148 0,175 (0,004)*** (0,005)*** (0,015)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,011)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,010)***
Antigüedad 0,012 0,020 0,017 0,013 0,021 0,021 0,013 0,019 0,017 (0,000)*** (0,001)*** (0,001)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,001)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,001)***
Antigüedad*Antigüedad -0,000 -0,000 -0,000 -0,000 -0,000 -0,000 -0,000 -0,000 -0,000 (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)*** (0,000)***
Contrato temporal -0,046 -0,062 -0,024 -0,009 -0,042 0,013 -0,007 -0,019 0,022 (0,004)*** (0,004)*** (0,006)*** (0,004)** (0,003)*** (0,006)** (0,004) (0,004)*** (0,006)***
Jornada parcial -0,053 -0,008 0,133 -0,129 -0,037 0,088 -0,091 -0,046 0,085 (0,006)*** (0,005) (0,009)*** (0,005)*** (0,004)*** (0,007)*** (0,005)*** (0,004)*** (0,006)***
Supervisión 0,033 0,115 0,177 0,022 0,144 0,210 0,023 0,127 0,223 (0,002)*** (0,004)*** (0,009)*** (0,003)*** (0,004)*** (0,009)*** (0,003)*** (0,004)*** (0,009)***
Directores y gerentes 0,128 0,450 1,693 0,105 0,361 1,466 0,207 0,513 1,882 (0,007)*** (0,008)*** (0,033)*** (0,007)*** (0,007)*** (0,030)*** (0,007)*** (0,007)*** (0,025)***
Técnicos y profesionales científicos
0,206 0,566 0,939 0,198 0,500 0,810 0,261 0,538 0,645 (0,007)*** (0,008)*** (0,021)*** (0,007)*** (0,007)*** (0,017)*** (0,007)*** (0,006)*** (0,014)***
Técnicos y profesionales de apoyo
0,186 0,418 0,313 0,152 0,350 0,245 0,245 0,386 0,201 (0,006)*** (0,006)*** (0,011)*** (0,006)*** (0,006)*** (0,010)*** (0,006)*** (0,005)*** (0,008)***
Empleados administrativos y de oficina
0,134 0,185 0,055 0,112 0,154 0,039 0,187 0,146 0,025 (0,007)*** (0,006)*** (0,008)*** (0,007)*** (0,005)*** (0,007)*** (0,007)*** (0,005)*** (0,006)***
Servicios de restauración y vendedores
0,051 0,118 0,043 0,004 0,118 0,008 0,035 0,038 -0,016 (0,008)*** (0,006)*** (0,007)*** (0,008) (0,005)*** (0,006) (0,007)*** (0,005)*** (0,006)***
Trabajadores cualificados en agricultura
0,041 -0,056 -0,110 0,108 0,185 -0,138 0,157 0,061 -0,107 (0,044) (0,041) (0,040)*** (0,032)*** (0,031)*** (0,025)*** (0,027)*** (0,026)** (0,022)***
Trab. cual. de manufacturas y construcción
0,146 0,201 -0,035 0,106 0,170 -0,002 0,210 0,169 -0,036 (0,006)*** (0,006)*** (0,006)*** (0,006)*** (0,005)*** (0,006) (0,006)*** (0,005)*** (0,006)***
Operadores de instalaciones y maquinaria
0,120 0,185 -0,074 0,087 0,146 -0,030 0,167 0,156 -0,044 (0,006)*** (0,006)*** (0,006)*** (0,006)*** (0,005)*** (0,006)*** (0,007)*** (0,006)*** (0,007)***
Industrias extractivas 0,002 0,124 0,083 0,030 0,159 0,058 0,038 0,158 0,080 (0,010) (0,015)*** (0,023)*** (0,010)*** (0,016)*** (0,023)** (0,014)*** (0,022)*** (0,032)**
2
Industria manufacturera -0,122 -0,080 -0,047 -0,108 -0,070 -0,033 -0,097 -0,003 0,005
(0,004)*** (0,006)*** (0,009)*** (0,004)*** (0,005)*** (0,007)*** (0,004)*** (0,006) (0,009) Producción de energía eléctrica, gas y agua
-0,128 0,033 0,227 -0,110 0,097 0,595 -0,018 0,097 0,033 (0,007)*** (0,013)** (0,041)*** (0,010)*** (0,014)*** (0,054)*** (0,008)** (0,010)*** (0,018)*
Comercio -0,176 -0,123 -0,010 -0,152 -0,124 -0,013 -0,086 -0,038 -0,001 (0,007)*** (0,007)*** (0,012) (0,007)*** (0,007)*** (0,010) (0,005)*** (0,006)*** (0,010)
Hostelería -0,034 -0,088 -0,098 0,008 -0,059 -0,015 0,050 -0,056 -0,070 (0,008)*** (0,008)*** (0,011)*** (0,008) (0,007)*** (0,009) (0,009)*** (0,009)*** (0,012)***
Transporte y comunicaciones
-0,087 -0,004 -0,009 -0,085 0,017 -0,014 -0,143 -0,017 -0,037 (0,007)*** (0,009) (0,014) (0,007)*** (0,008)** (0,012) (0,006)*** (0,008)** (0,015)**
Intermediación financiera -0,088 0,138 0,259 -0,096 0,109 0,314 -0,077 0,168 0,390 (0,006)*** (0,008)*** (0,023)*** (0,006)*** (0,007)*** (0,021)*** (0,006)*** (0,008)*** (0,020)***
Actividades inmobiliarias y de alquiler
-0,148 -0,141 -0,140 -0,201 -0,128 -0,073 -0,174 -0,110 -0,090 (0,007)*** (0,007)*** (0,012)*** (0,006)*** (0,006)*** (0,009)*** (0,006)*** (0,006)*** (0,010)***
Educación -0,080 0,047 -0,189 -0,149 -0,009 -0,093 -0,106 0,023 -0,390 (0,007)*** (0,009)*** (0,020)*** (0,008)*** (0,008) (0,017)*** (0,008)*** (0,010)** (0,022)***
Sanidad -0,134 -0,071 -0,162 -0,140 -0,027 0,014 -0,094 0,000 0,069 (0,007)*** (0,008)*** (0,016)*** (0,007)*** (0,007)*** (0,013) (0,007)*** (0,007) (0,013)***
Otras actividades sociales y de servicios
-0,206 -0,053 -0,025 -0,312 -0,035 0,072 -0,214 -0,046 -0,080 (0,012)*** (0,011)*** (0,023) (0,012)*** (0,009)*** (0,017)*** (0,008)*** (0,008)*** (0,012)***
Tamaño menos de 20 -0,034 -0,062 -0,020 -0,056 -0,080 -0,035 -0,088 -0,093 -0,007 (0,004)*** (0,004)*** (0,006)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,006)*** (0,005)*** (0,005)*** (0,007)
Tamaño 50-99 0,040 0,093 0,056 0,025 0,080 0,036 0,014 0,063 0,050 (0,004)*** (0,005)*** (0,008)*** (0,005)*** (0,005)*** (0,008)*** (0,005)*** (0,006)*** (0,009)***
Tamaño 100-199 0,052 0,149 0,052 0,016 0,129 0,040 0,040 0,115 0,070 (0,004)*** (0,005)*** (0,009)*** (0,005)*** (0,005)*** (0,009)*** (0,005)*** (0,005)*** (0,008)***
Tamaño 200-499 0,059 0,168 0,102 0,046 0,170 0,080 0,051 0,156 0,099 (0,004)*** (0,005)*** (0,009)*** (0,005)*** (0,005)*** (0,009)*** (0,005)*** (0,005)*** (0,008)***
Tamaño 500 ó más 0,069 0,159 0,178 0,057 0,188 0,155 0,064 0,156 0,189 (0,005)*** (0,006)*** (0,012)*** (0,005)*** (0,005)*** (0,010)*** (0,005)*** (0,005)*** (0,009)***
Convenio sectorial de ámbito nacional
-0,052 -0,132 -0,066 0,002 -0,074 -0,089 -0,016 -0,146 -0,105 (0,004)*** (0,006)*** (0,013)*** (0,005) (0,005)*** (0,013)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,007)***
Convenio sectorial de ámbito infranacional
-0,033 -0,130 -0,138 0,006 -0,080 -0,113 0,020 -0,131 -0,116 (0,004)*** (0,005)*** (0,013)*** (0,005) (0,005)*** (0,013)*** (0,004)*** (0,004)*** (0,007)***
Constante 1,627 1,843 2,678 1,646 1,848 2,543 1,481 1,782 2,487 (0,010)*** (0,011)*** (0,019)*** (0,010)*** (0,009)*** (0,017)*** (0,010)*** (0,009)*** (0,014)***
R2 0,14 0,39 0,27 0,13 0,37 0,27 0,15 0,40 0,29 Observaciones 122,432 122,432 122,432 140,241 140,241 140,241 164,422 164,422 164,422
Notas: Por una cuestión de espacio la tabla no incluye los resultados correspondiente a las variables explicativas relacionadas con la región (los mismos están disponibles ante su requerimiento por parte de los autores), * p<0,1; ** p<0,05; *** p<0,01,
1
Figura A.1. Descomposición detallada de los cambios en la distribución salarial en España. 2002-2006.
-.0
2-.
01
0
.01
.02
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Total características Género Nacionalidad Edad
Educación Antigüedad Contrato Jornada
Supervisión Ocupación Región Sector
Tamaño Tipo de convenio
2002-2006 Efecto de las características
-.0
5
0
.05
.1
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Total coeficientes Género Nacionalidad Edad
Educación Antigüedad Contrato Jornada
Supervisión Ocupación Región Sector
Tamaño Tipo de convenio Constante
2002-2006 Efecto de los coeficientes
2
Figura A.2. Descomposición detallada de los cambios en la distribución salarial en España. 2006-2010.
-.0
5
0
.05
.1.1
5
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Total características Género Nacionalidad Edad
Educación Antigüedad Contrato Jornada
Supervisión Ocupación Región Sector
Tamaño Tipo de convenio
2006-2010 Efecto de las características
-.2
-.1
0.1
Dife
ren
cia
en e
l lo
gari
tmo
del sa
lario
po
r ho
ra
0 .2 .4 .6 .8 1
Cuantiles
Total coeficientes Género Nacionalidad Edad
Educación Antigüedad Contrato Jornada
Supervisión Ocupación Región Sector
Tamaño Tipo de convenio Constante
2006-2010 Efecto de los coeficientes
3
Anexo 2: la técnica de Melly (2006)
La primera etapa de esta técnica consiste en la estimación de la distribución salarial
condicionada completa empleando técnicas de regresión cuantílica, Así, si se asume que los
cuantiles de la distribución salarial condicionada son lineales en las variables explicativas, es posible
estimar la regresión cuantílica mediante una especificación lineal de la siguiente forma (para más
detalles sobre la estimación véase Koenker y Basset, 1978 y Koenker, 2005):
')/( iXXWQ (A.1)
Donde W es la variable dependiente (el logaritmo del salario por hora); Xi es un conjunto
de variables explicativas para cada individuo i y βθ es un vector de coeficientes a estimar en el θ-
ésimo cuantil.
Aunque esta regresión cuantílica puede ser estimada potencialmente para un número
infinito de cuantiles tal que )1,0( , siguiendo la práctica habitual en otras investigaciones, en este
trabajo se estima un número específico de regresiones cuantílicas, J (en la práctica, 50),
uniformemente distribuidas sobre la distribución salarial. Este procedimiento es suficiente bajo el
supuesto de que la solución únicamente cambia en esos puntos específicos, pero no en los
intervalos entre los puntos, y proporciona un número finito de vectores de coeficientes de las
regresiones cuantílicas )(ˆ 1 ,…, )(ˆ j ,…, )(ˆ J .
La segunda etapa del método consiste en la estimación de la distribución salarial
incondicionada mediante la integración de la distribución salarial condicionada sobre el rango
completo de las variables explicativas empleadas en las regresiones cuantílicas. Este paso es
necesario en tanto que la ley de las expectativas iteradas no se cumple en el caso de los cuantiles
(esto es, )]/([)( XWQEWQ X , donde )(WQ es el θ-ésimo cuantil de la distribución
incondicionada de los salarios y )/( XWQ es el correspondiente cuantil condicionado).
Nótese que el cuantil de la distribución incondicionada de los salarios puede expresarse
como:
)())/(())]/(([)( // XdFXWQFXWQFEQF XXWXWW (A.2)
Donde )( QFW representa la función de distribución condicionada de los salarios.
En la medida en que la inversa de la función de distribución )(1
QFW
es la función
cuantílica, invirtiendo ésta se obtiene la función de distribución condicionada de los salarios. A
continuación, es posible obtener la función de distribución no condicionada integrando la función
de distribución condicionada sobre el conjunto de variables explicativas. Finalmente, mediante la
inversión de la función de distribución incondicionada se obtienen los cuantiles de interés
incondicionados.
4
Con el fin de obtener los cuantiles contrafactuales necesarios para el desarrollo de la
descomposición en la tercera etapa del método es necesario invertir una distribución contrafactual
creada artificialmente que corresponde a la distribución de las características del año A y la
estructura salarial del año B de la siguiente forma:
)())/(()(/,,
XdFXWQFWFABB
CB
XXWW (A.3)
Tras la estimación del correpondiente cuantil contrafactual, )(1
,
CWC FQ , la
descomposición de la diferencia en el cuantil incondicionado de la distribución salarial entre los
años A y B ( ) puede expresarse como:
][][ ,,,, ACCB QQQQ (A.4)
Donde el primer componente del lado derecho de la ecuación representa el efecto en el
diferencial de las diferencias en características y el segundo corresponde al efecto de los
coeficientes.
